中國城鎮化水平與就業增長、就業結構間關系的實證研究

劉瀑

摘要：本文基于1978-2013年時間序列數據，將中國城鎮化水平、就業增長與就業結構作為系統中相互依存的內生變量構造動態模型，并分析隨機擾動對變量的沖擊。研究發現，中國城鎮化水平、就業增長與就業結構三變量之間存在長期穩定的協整關系；城鎮化對就業增長和就業結構都有正向影響，但就業增長對城鎮化影響不顯著，就業結構對城鎮化后期影響較小；三者兩兩之間存在單向的格蘭杰因果關系。這說明政府應該推進城鄉公共服務業供給均等化、產業現代化、教育現代化的新型城鎮化，以實現城鎮就業增長和就業結構的協調與優化。

關鍵詞：城鎮化：就業增長：就業結構

中圖分類號：F830.31 文獻標識碼：B 文章編號：1674-0017-2015（8）-0012-08

經濟增長是就業增長的前提，在當前經濟增速放緩、經濟結構調整的“新常態”下，如何擴大就業，優化就業結構成為政府和學者們關注的熱點問題。作為中國未來長期發展的主旋律之一，城鎮化將使數以億計的農民勞動力從土地中釋放出來，進入城鎮就業與生活，從而使城鎮面臨著城市居民和農民工就業的雙重壓力。而且未來中國的城鎮化，不僅僅是“量”的積累，更是“質”的躍升，是“以人為本”的新型城鎮化，這就要求城鎮化水平的提升應該伴隨著城鎮就業人口的增加、就業結構的優化，實現“安居樂業”。現實經濟發展中，我國城鎮化進程是否能夠促進就業增長和結構優化？其作用是短期的，還是可以持續較長時間？對于就業增長的波動、就業結構的變遷，多大程度上又能夠為城鎮化所解釋？這些問題意味著在城鎮化快速發展、就業結構急劇變化、就業壓力較大的“新常態”階段，研究我國城鎮化水平與就業增長、就業結構間的關系，具有很強的現實意義。鑒于此，本文將運用時間序列分析方法，實證分析中國城鎮化發展與就業增長和就業結構間的關系，以期對“以人為本”的新型城鎮化中，政府如何推動就業增長和促進就業結構優化提供經驗證據。

一、文獻綜述

城鎮化與促進就業發展是現階段中國經濟社會發展中的重要問題，二者關系的研究已經引起專家、學者們的廣泛關注，就前期研究成果而言，主要集中在以下兩個方面：

第一，關于中國城鎮化的路徑、模式與促進就業之間的分析。陸進（2010）分析城鎮化建設中抑制就業增長的主要問題，并提出促進城鄉就業的建議；何翔（2014）分析低碳城鎮化對就業的促進作用，提出優化產業布局、健全培訓制度，推進城鄉勞動力市場一體化，從而促進就業增長和就業質量的提升；常浩娟等（2013）著重分析城鎮化進程中非農就業狀況，提出從完善就業、社會保障等各項制度，大力發展二、三產業和形成尊重勞動者的社會觀念等方面擴大和改善農民工進城就業。劉國斌等（2013）則分析城鎮化進程中農村就業人口的老齡化問題，提出關鍵點是要保證城鎮化與農業發展協調平穩。

第二，關于中國城鎮化水平與就業增長間的關系分析。汪泓、崔開昌（2012）實證分析安徽省就業增長與經濟增長、城鎮化間的關系，發現城鎮化與就業增長間是相互促進的；賀怡（2014）運用VAR模型對陜西省城鎮化水平與就業增長間的關系分析，發現人口城鎮化對就業增長具有長期效果，且對就業增長變化的貢獻比重呈現逐漸增加的趨勢。薛繼亮（2014）實證分析發現中國就業增長滯后于城鎮化進程，提出從城鄉公共服務供給平等化、縮小城鄉固定資產投資和居民收入差距、實施積極的人力資本投資政策等方面有效促進城鎮化與就業的協調性。

綜上所述，已有的研究成果集中在探討中國城鎮化與就業增長間的問題，而城鎮化發展在影響城鎮就業人口數量變化的同時，城鎮二、三產業的產業發展，將吸引勞動力在產業間分布結構的變化。我國的城鎮就業矛盾不僅僅是城鎮創造的就業崗位的數量問題，更體現在就業結構上的失衡，它衡量著就業質量的好壞，并關系到我國結構優化能否順利進行，正是因為勞動力在就業結構上的“就業剛性”，限制了經濟結構調整的速度和效果。在我國正處于“結構優化”的新常態下，需要把就業結構優化這個重要變量考慮在內，統籌考慮中國城鎮化水平與就業增長、就業結構間的關系。因此，本文將在已有的研究基礎上，將城鎮化水平、就業增長與就業結構納入同一個系統中，分析改革開放以來三者的相互影響機理，以期得出在“人的城鎮化”過程中推動就業發展的有益建議。

二、城鎮化、就業增長與就業結構間的作用機制

經濟理論研究表明，隨著城鎮化水平的提升，城鎮區域擴大，城鎮人口大量聚集，將帶動相關工商業的發展，吸引更多的就業者在城鎮就業，引起就業結構由第一產業向第二、三產業轉移。同時，城鎮就業人數的增加，農村剩余勞動力向城鎮的涌入，會形成“倒逼”機制，迫使城鎮空間向外拓展，推動城鎮化進程。因此，三者之間存在極為密切的聯系。

（一）城鎮化推動就業增長與就業結構優化

隨著城鎮化的發展，城鎮擁有更多現代化的基礎設施、更完善的社會保障體系，這將吸引農村剩余勞動力進入城鎮。同時，隨著城鎮技術水平和教育的發展，城鎮居民素質提升，傳統勞動密集型行業勞動力缺乏，為農村剩余勞動力提供了大量就業崗位，促使農村就業人口不斷下降，城鎮二、三產業就業人口增加，就業結構得到優化。隨著城鎮化進一步發展，農村人口向城鎮轉移步伐加快，城鎮制造業勞動力需求相對飽和，但是與生產和生活聯系緊密的第三產業，如交通運輸、餐飲、娛樂、住宿等第三產業需求不斷增加，帶動更多勞動力的就業。因此，在城鎮強大聚集經濟效益下，更多的社會資本在城鎮聚集，使資本增長的速度遠遠高于城鎮自身所能提供的勞動力增長速度，為農業轉移出來的勞動力提供了就業崗位，從而推動就業結構自動地從第一產業向城鎮第二、三產業轉移。

（二）就業增長和就業結構的優化促進城鎮化

城市化和工業化的過程正是大量的人口從農村向城市遷移流動的過程。以庫茲涅茨、劉易斯，費景漢、拉尼斯，喬根森和托達羅為代表的一批發展經濟學家普遍認為，人口從鄉村到城鎮的遷移，由此而引起勞動力從低生產率的傳統農業部門向現代工業部門轉移，是城鎮化發展的重要推動力。隨著農業生產效率的提高釋放大量勞動力，同時工業部門和城鎮服務部門的快速增長，創造大量的就業機會，就業結構隨著三次產業中就業人口的數量而得到優化，就業人員與物流、商品流的的日益集中，原有的城鎮規模、城鎮設施不能適應人口發展的需求，推動城鎮不斷擴大規模建設，城鎮日益成為區域經濟發展的金融中心、商品交易中心、信息交流中心和勞動力市場，城鎮服務功能日漸完善，從中心鎮到小城市、中等城市，再到大城市、特大城市，城市群的軌跡不斷擴展，城鎮化水平日益提高。

本文以城鎮人口占總人口的比重作為衡量城鎮化水平（ch）的指標；以城鎮就業比重，即城鎮就業人數占經濟活動人口數的比重作為衡量就業增長（jz）的指標，以第三產業的就業人口占總就業人口的比重作為衡量就業結構的指標（ji）。選取的數據期間為1978～2013年，數據來源于各年的《中國統計年鑒》。為了消除異方差，同時將各指標的指數趨勢轉化為線性趨勢，對原有數據分別取對數，并記為：Lch、ljz、Ljj，圖1給出了三個序列的變化趨勢：

從圖1中可以看出，改革開放以來，我國的城鎮化水平、就業增長與就業結構整體上都趨于上升的趨勢。隨著城鎮化水平的提升，就業結構雖有小的波動，但總體發展和城鎮化幾乎一致，這是由于伴隨城市人口的增加，與人民生活密切、就業容量大的第三產業得到發展，就業人員比重增大，兩個變量間具有很強的相關性。而城鎮化水平和就業增長間的變動就比較復雜。在1995年之前，城鎮化增長很快，從1978年的17.92%，增長到1994年的29.04%，同時期城鎮就業人員比重幾乎沒有增長，尤其在1990-1994年期間，城鎮就業人員比重反而年均下降兩個百分點；但從1995年開始，城鎮化水平和就業增長的相關性極強，兩者都呈不斷增長趨勢。究其原因，可能與我國就業制度改革、經濟體制改革的關系密切。20世紀80年代初開始的對城市勞動就業增量的“三結合”就業模式，到對勞動力就業存量的“搞活固定工制度”的改革，全面啟動了城市勞動就業配置的市場化，對城鎮就業形成沖擊，在新的就業渠道尚未形成之前，勞動就業增速較慢；但伴隨著經濟體制改革的深入，勞動力市場機制充分發揮作用，非公有制經濟的大力發展，拓展了就業渠道，帶動勞動就業的迅速擴張，從1995-2013年間，城市就業增長21%，而這一時期，也是我國城鎮化進程加快時期，由29%增長到53%。

四、模型估計與分析

（一）單位根檢驗

為避免出現偽回歸問題，首先對Lch、ljz、Ljj進行單位根檢驗，以考察其平穩性，結果如表1所示。從中可以看出，10%顯著水平下，三個序列均為非平穩序列，但其一階差分序列DLch、Dljz、DLjj則是平穩的，這說明Lch、ljz、Ljj都應為一階單整過程。因此，我們需要利用協整理論，進一步考察究三個變量之間的長期經濟關系。

（二）協整分析

由于Leh、ljz、Ljjj三個序列都是非平穩的，我們使用Johanson方法對三個變量進行協整檢驗，跡統計量檢驗結果如表2所示。使用sc準則確定基準VAR模型的滯后階數為3，這一滯后階數能夠保證殘差的白噪聲性和正態分布性。

表3中的差分項反映了各變量分別受其他兩個變量短期波動的影響。從表中各變量的系數可以看出，（1）我國城鎮化在兩個時滯后對就業結構有正向影響。這表明人口城鎮化促進第三產業就業比重的作用存在時滯性，從長期來看，人口城鎮化對第三產業就業比重增加的促進作用更加明顯。（2）城鎮化對就業增長具有正向影響。人口城鎮化提供了更多的就業崗位。同時，就業增長對城鎮化影響效應也為正，但在統計上不顯著，說明隨著城鎮勞動就業人口的增加，對我國人口城鎮化的作用較小。這可能是由于包括農民工人城落戶、進城后的社會保障及其子女教育等問題存在制度障礙，制約了城鎮人口的增加，不利于城鎮化進程加快。（3）就業結構對城鎮化影響第一個時滯為正向，但第二個時滯后變為反向。說明第三產業就業比重持續增加有可能形成城鎮的“產業空洞化”，從而出現“逆城鎮化”。

另一方面，誤差項EVM.系數大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。當就業增長和就業結構短期波動偏離長期均衡關系時，下一期將分別以（-0.31）和（-0.11）的調整力度進行反向修正，將非均衡狀態拉回到均衡狀態。而城鎮化的誤差修正系數為（0.10），似乎違反了反向修正原則，但這正說明，短期的增長率低于長期均衡值，需要正的修正項將實際值調整到均衡值。

（四）基于VECM模型的格蘭杰因果檢驗

上述協整檢驗結果顯示，我國城鎮化、就業增長與就業結構三個變量間均存在長期的均衡關系，為了確定三者之間的因果關系，通過基于VECM模型的格蘭杰因果關系檢驗，可以考察系統內的動態聯系，具體結果見表4。

從表4可以看出，在5%顯著水平下：（1）就業增長與就業結構間不存在雙向的格蘭杰原因，就業結構變動是促進就業增長的格蘭杰原因，而就業結構變動是產業結構調整在人力資源配置方面的表現，歸根到底是由于產業變動促進就業增長，也就是第三產業的發展有利于促進就業增長：但是就業增長卻不是就業結構變動的格蘭杰原因，表明我國還處于工業化中期，第二產業創造了大量的就業崗位；（2）城鎮化和就業增長間保持著單向的格蘭杰原因，城鎮化是引起就業增長的格蘭杰原因，而就業增長不是推動城鎮化的格蘭杰原因；城鎮化和就業結構間也存在單向的格蘭杰因果關系，即城鎮化是就業結構變動的格蘭杰原因，但就業結構變動并非是城鎮化的格蘭杰原因。

（五）脈沖響應分析

脈沖響應用于衡量來自隨機干擾項的標準差大小的沖擊對內生變量當前和未來值的影響，從而揭示模型中各內生變量相互作用的動態過程。為了進一步研究三個變量之間相互沖擊的動態響應路徑，我們基于VAR模型，進行脈沖響應函數分析，圖2一圖5列出了各變量一個單位標準差的沖擊對其他變量帶來的動態影響。橫軸代表滯后期，縱軸表示因變量對各個變量的響應大小，實線為響應函數曲線，代表該變量受到其他變量的隨機誤差項的一個標準差的沖擊后，該變量現在和未來的反應程度和持續時間。兩條虛線代表兩倍標準差的置信帶。

圖2顯示，當就業增長給城鎮化一個單位標準差的沖擊后，從作用時滯上看，城鎮化先是增長，在第5期和第7期基本停滯，然后開始緩慢下降。從效應大小看，在城鎮化水平變動中，短期內就業增長能促進城鎮化進程，但長期內，就業增長對城鎮化的影響減小，但其方向仍為正向。圖3顯示，當城鎮化受到就業結構的單位標準差沖擊后，先是快速增長到第6期，然后趨向平穩，即隨著滯后期的延長，城鎮化對就業結構沖擊的反應趨緩。圖4為就業增長受到城鎮化單位標準差變化的微小變動的反應方向和變化趨勢。當在本期受到城鎮化一個單位標準差的正沖擊后，就業增長的響應強度在第5期達到最大值，然后開始緩慢下降，并隨著滯后期的加長而呈現平穩增長。這表明，城鎮化在一定時期內對就業增長的推動作用較為強烈，但長期對就業增長影響作用將減弱，這表明隨著城鎮空間不斷擴展，其自身創造就業崗位的能力將下降。圖5為就業結構對城鎮化的單位標準差的沖擊反應。就業結構對城鎮化沖擊反應存在時滯性，到第2期后，就業結構開始上升，在第4期達到最大值，隨后開始下降，到第9期達到最小值，然后又緩慢上升，逐漸平穩。這顯示出我國城鎮化在短期內能夠促進第三產業的發展，但是長期來看，作用在減弱。